В тени регулирования

Для неформальных приработков в оценках по группам не наблюдается линейной логики. Эффект реформы достигает максимума в группе Treat² и затем снижается. Одно из возможных объяснений состоит в том, что в верхних доходных группах мало индивидов с неформальными приработками. Более того, возможно, что неформальные приработки крайне неоднородны и состоятельные индивиды занимаются только их наиболее доходными разновидностями. Для того чтобы «выманить» этих индивидов из неформального сектора, потребовалось бы еще более существенное снижение налогов.

Альтернативное объяснение заключается в том, что снижение НДФЛ и ЕСН могло иметь специфическое влияние на этот вид неформальной занятости. Как показано в табл. П6-6, переход от Treat¹ к Treat² включает в себя дополнительный эффект от снижения ЕСН на 15 %, тогда как различие между Treat² и Treat

³ – Treat⁴ в основном сводится к эффекту от снижения НДФЛ.

Метод взвешенных разностей-в-разностях. Анализ эффектов воздействия по подгруппам указывает на то, что влияние реформы могло быть неравномерным. Кроме того, появляются опасения, что снижение неформальной занятости имело внутренние причины, а не было следствием реформы. Несмотря на то, что мы контролируем различия между группами по наблюдаемым и (отчасти) ненаблюдаемым характеристикам, все равно остается некоторая вероятность того, что поведение индивидов из высокодоходных групп имеет какую-то специфику, которую мы не в состоянии учесть.

Поскольку сокращение налоговых ставок происходило в форме дискретных скачков для разных уровней дохода, то эффект реформы, в принципе, можно анализировать методами разрывного дизайна (regression discontinuity – RD). Однако в РМЭЗ слишком мало индивидов для использования RD напрямую. Альтернативный подход заключается во взвешивании наблюдений в зависимости от того, насколько велика разница между доходами индивида и пороговым значением в 50 тыс. руб.[132]

. Оценки по методу взвешенных DID рассчитываются следующим образом:

где ωi – индивидуальный вес. В формуле опущены переменные, не изменяющиеся во времени. Веса представляют собой убывающую функцию от разности между пореформенными доходами индивида и пороговым значением в 50 тыс. руб. Если обозначить месячные заработки через Y

_ih, то веса рассчитываются как где К(·) – кернел-функция гауссовского типа; h – оптимальная ширина окна[133]. Результаты, полученные методом взвешенных DID, можно интерпретировать в духе разрывного дизайна, так как индивиды с доходами, близкими к пороговому значению, скорее всего, мало отличаются по своим ненаблюдаемым характеристикам. Это еще одна проверка устойчивости результатов.

В таблице П6-12 представлены результаты оценивания уравнения (6–4) с индивидуальными фиксированными эффектами. Оценки коэффициентов довольно близки к оценкам из табл. П6-9. Число наблюдений сокращается, потому что части индивидов были присвоены нулевые веса, но этого и следовало ожидать при использовании данного метода. Как следствие, стандартные ошибки при показателе (Treat x Post) увеличиваются почти в два раза. Эти результаты подтверждают, что реформа вызвала сокращение занятости в неформальных приработках.

Оценка для неформально занятых по найму не является статистически значимой для стандартных уровней значимости. Это могло бы привести к выводу о том, что реформа не оказала воздействия на данную группу неформально занятых. Однако статистическая значимость упала для всех регрессоров[134]. Например, ни одна из переменных образования не имеет статистически значимого коэффициента. Однако, по всем другим оценкам, наличие диплома о высшем образовании ведет к значимому сокращению вероятности попадания в неформальную занятость (см., например, табл. П6-9). Поэтому невысокая статистическая значимость, на наш взгляд, объясняется скорее неточностью инструментария, чем отсутствием реального эффекта.

Влияние реформы на новых работников. Все наши предшествующие оценки влияния реформы на неформальность неявным образом основывались на предпосылке о том, что индивиды перемещаются между формальной и неформальной занятостью. Однако существует еще один возможный канал воздействия реформы на неформальность – через изменение вероятности попадания в формальную занятость для тех, кто не имел работы до реформы, но получил ее после.

Для того чтобы оценить эффект реформы на новых работников, мы ограничили выборку индивидами, которые были безработными в 2000 г., но нашли работу в течение пореформенного периода.

Верхняя панель табл. П6-13 представляет результаты оценивания базовой спецификации с фиксированными эффектами. Эти оценки можно интерпретировать, при прочих равных, как вызванное реформой ожидаемое изменение вероятности неформальной занятости для тех, кто нашел работу в пореформенный период[135].